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La conduite de la politique monétaire s’apparente à celle d’unvéhicule automobile en situation de visibilité imparfaite — parexemple lorsqu’il y a un orage et que les essuie-glaces fonctionnentmal. Cela peut se faire, si nous faisons preuve de beaucoup deprudence. (John Crow, conférence donnée sous les auspices de laFondation Hanson, 1988)

Le dilemme de la Réserve fédérale ressemble à celui du patron deremorqueur qui pousse devant lui une longue file de péniches dansun épais brouillard; le convoi est peu manœuvrant. Le capitaine doitcommencer à agir sur la barre un demi-mille avant le coude de larivière. Cependant, il ne peut apercevoir ce coude avant qu’il ne soittrop tard. (Allan Murray, The Wall Street Journal, 1989)[Traduction]

Introduction

Les autorités monétaires n’ont pas la tâche facile lorsqu’elles ont à évala situation économique et à décider des mesures à prendre pour atteleurs objectifs, par exemple maintenir l’inflation dans une fourche

Le modèle vectoriel à correction d’erreursbasé sur M1 : quelques extensions etapplications

Charleen Adam et Scott Hendry

175

* Nous tenons à remercier Bob Amano, David Andolfatto, Kevin Clinton, Walter Engert,Chuck Freedman, Kevin Moran et Jack Selody de leurs précieux commentaires sur lesversions antérieures du présent document. Tous nos remerciements à Pierre Duguay, quinous a aidés à retrouver cet extrait d’une allocution de John Crow. La seconde citation esttirée de Dorfman (1999).

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déterminée. En raison des délais à la fois longs et variables avec lesquemesure de politique monétaire fait sentir ses effets sur les variaéconomiques, les autorités doivent disposer d’un moyen quelconqudéterminer si leur action a — ou aura — l’effet souhaité.

Les économistes de la Banque du Canada ont recours à des prévde l’inflation, outre d’autres variables considérées comme des indicatavancés, pour renseigner les décideurs sur l’état actuel et futul’économie. Parmi ces variables figurent les nouvelles commandes eexpéditions, l’activité sur le marché du logement, l’inflation et diveagrégats de la monnaie et du crédit. Étant donné qu’aucun indicateursupérieur à tous les autres, il est sage de suivre l’évolution d’un grnombre de variables afin de tenir compte de tous les signaux qui peuêtre utiles au sujet de l’évolution de l’économie. Cette stratégie vaut apour les modèles. Comme un modèle traduit simplement un ensed’hypothèses ou de règles de comportement de l’économie, les économont recours à plusieurs modèles pour établir leurs prévisions ou projecconditionnelles1.

Les économistes de la Banque ont suivi jusqu’à présent, en made modélisation, des stratégies qui embrassent tout le spectre, allanapproches purement théoriques aux approches strictement empirique2. Lemodèle décrit ici est un modèle vectoriel à correction d’erreurs basé su(MVCE-M1), que l’on pourrait situer entre le milieu du spectre et le poextrême formé par les modèles strictement empiriques. Le cœur dmodèle est constitué par une fonction de demande de monnaie à long tPlusieurs extensions ont été données au modèle de base présenté par(1995) de manière à l’étoffer sur le plan théorique (ou structurel) et àaccroître l’utilité dans les analyses où l’on envisage différents scénarios

Les première et deuxième sections replacent le MVCE-M1 danscontexte et décrivent les changements que nous avons apportés au moriginal de Hendry. La troisième section explique en détail les raisons plesquelles M1 brut n’est plus la mesure privilégiée de la masse monétaisens étroit dans le modèle et indique comment est élaboré M1 corrigmesure retenue ici. Quant à la quatrième section, elle est consacl’identification des chocs de politique monétaire dans le cadre du MVtandis que la cinquième section expose comment l’information tirée

1. Engert et Selody (1998) ainsi que Berk (1997) présentent des argumentsconvaincants en faveur de l’utilisation de modèles multiples dans la formulation dpolitique monétaire. Étant donné qu’il ne saurait exister de modèle unique capabsaisir tous les aspects de l’économie, il vaut mieux disposer de plusieurs modifférents qui présentent de manière condensée différentes conceptions ou difféaspects de l’économie.2. Nous sommes redevables de cette image à Kevin Moran et à Jack Selody.

Le modèle vectoriel à correction d’erreurs basé sur M1 177

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modèles peut servir à éclairer les décisions de politique monétairesixième section, enfin, esquisse des axes de recherche pour l’avenir.

1 Contexte

L’inflation est essentiellement un phénomène monétaire. En longue pérune création excessive de monnaie conduit inévitablement à l’inflationcourt terme, la relation n’est peut-être pas aussi étroite. La fixation de cde croissance monétaire en vue de réduire l’inflation dans les annéesaussi bien au Canada qu’aux États-Unis, s’étant révélée un échecmodèles dont se servent maintenant les autorités pour guider leur polimonétaire n’assignent bien souvent qu’un rôle passif à la monnaie, dequ’on n’a pas à tenir compte de celle-ci dans la pratique. Plus précisémon fait l’hypothèse que la banque centrale et les banques commercialcontentent de fournir de la monnaie de manière passive, en réponsedemande des agents économiques. La monnaie ne joue donc aucucausal dans ces modèles de l’inflation. Dans ce modèle-ci, par contrmonnaie est censée jouer un rôle actif et causer l’inflation. Cependl’effet de la monnaie sur l’inflation n’y dépend pas de son utilisation à tid’instrument par les autorités monétaires, comme c’est le cas dans node modèles théoriques. Un taux d’intérêt à très court terme tel que le taufinancement à un jour peut être considéré comme l’instrument depolitique monétaire, ce qui est conforme à la pratique actuelle de la Bandu Canada. En réagissant aux variations du taux à un jour, les intermédfinanciers accordent des prêts aux agents économiques et créent dondépôts. Ces agents effectuent alors des opérations avec d’autres agemoyen des encaisses nouvellement créées, ce qui entraîne des modificdu niveau d’activité global et des prix. Le raisonnement sous-jacent estles agents ont une demande de monnaie à long terme et que les enceffectivement détenues fluctuent autour du niveau souhaité en lonpériode. À noter que, dans la suite du texte, l’écart monétaire désigndifférence entre l’offre effective de monnaie et la demande estiméemonnaie à long terme (lorsqu’on utilise les paramètres à long terme mque l’on retient les valeurs actuelles des variables de la fonction de demà long terme)3.

3. En ce sens, c’est la différence entre la monnaie effective et la valeur courantedemande de monnaie à long terme que l’on évalue. On aurait aussi pu retenir à ladans la fonction de demande de monnaie à long terme les valeurs de long termvariables figurant dans cette fonction. Cependant, lorsqu’on procède ainsi, l’monétaire perd la majeure partie de son pouvoir prédictif, probablement parce qmodèle inclut une mesure de l’offre effective de monnaie plutôt qu’une mesquelconque de l’offre de monnaie à long terme. La formalisation du proced’expansion monétaire est un domaine méritant de plus amples recherches.

178 Adam et Hendry

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Laidler (1999) décrit les deux conceptions du rôle de la monnaies’inspirant de la théorie relative au rôle de tampon des encaissesexpliquer les écarts temporaires qui peuvent exister par rapport à la demde monnaie à long terme des agents4. Supposons par exemple qu’un agereçoive un montant forfaitaire non anticipé. Il doit assumer des cod’information et des coûts de transaction pour décider de l’emploi de csomme et mettre sa décision à exécution. Le comportement optimal condonc à prendre le temps qu’il faut pour en arriver à une décision, de sque, à tout moment, les encaisses de transaction effectives de l’apourront différer du niveau souhaité à long terme. En d’autres termesencaisses effectives fluctuent autour du niveau désiré (c’est-à-dirdemande à long terme de monnaie), de la même façon que les stocksentreprise oscillent autour du niveau visé. L’entreprise ou le particulier dles encaisses sont supérieures au niveau souhaité entreprendradébarrasser de l’excédent en effectuant des opérations avec les autres aUne offre de monnaie globalement excédentaire peut se traduire patensions inflationnistes de la même manière qu’une demande excédede biens — il y a trop de monnaie pour trop peu de biens. Par conséquenécart monétaire positif (stock de monnaie supérieur à la demande globamonnaie à long terme) correspond aux périodes d’aggravation des teninflationnistes, et un écart négatif (stock de monnaie inférieur à la demade monnaie à long terme) correspond aux périodes de pressions à lasur l’inflation.

Le MVCE basé sur M1 corrigé que nous présentons ici estprolongement des travaux effectués par Hendry (1995), qui procèdl’estimation d’un vecteur unique de cointégration à long terme entre M1production, les prix et un taux d’intérêt à court terme. Ce vecteur peutassimilé à une fonction de demande à long terme de monnaie. Étant dque la quantité de monnaie demandée ne doit pas obligatoirement êtreà la quantité de monnaie fournie à tout moment — bien que cette égalitérequise en régime permanent (steady state) —, le terme de correctiond’erreurs du modèle peut être assimilé à un écart monétaire, dont il adémontré qu’il permettait de prévoir l’inflation5.

4. L’exposé de Laidler (1999) est axé sur la monnaie au sens étroit, c’est-à-dimonnaie de transaction.5. Armour et coll. (1996) et Engert et Hendry (1998) constatent que le MVCE consun bon modèle de prévision de l’inflation à l’horizon de un ou deux ans. En outre, FunKasumovich (1998) observent qu’une modification de la politique monétaire dans unexpansionniste est suivie d’un écart monétaire positif, puis d’une hausse des prix.


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2 Description du MVCE

Le modèle utilisé ici est analogue au modèle original de Hendry danmesure où il sert à estimer un vecteur unique et stable de cointégratlong terme entre M1 nominal, la production réelle, l’indice des prix àconsommation et un taux d’intérêt à court terme, en données trimestrieCe vecteur peut aussi être considéré comme une fonction de demanmonnaie à long terme. Voir l’Annexe pour obtenir des précisions à ce s

La méthode de Johansen-Juselius (1990) a servi à estimer le vede cointégration à long terme à partir d’un MVCE de la forme

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où Xt est un vecteur des variables endogènes (c.-à-d. la monnaieproduction, les prix et les taux d’intérêt), est une matrice dparamètres d’un processus de retard d’ordre 4,Zt est un vecteur desvariables exogènes stationnaires (dont des variables muettes saisonnièD est la matrice des paramètres associés aux variables exogènesparamètres mesurent la vitesse à laquelle les variables du syss’ajustent pour rétablir une situation d’équilibre à long terme, tandis quevecteurs sont des estimations des relations de cointégration à long tentre les variables du modèle.

Ce système présente une relation unique de cointégration àterme qui est stable entre la monnaie, l’inflation, la production et les td’intérêt. On impose une élasticité des prix égale à l’unité (c.-à-d. queprix varient dans la même mesure que la monnaie); le coefficient àterme relatif à la production est d’environ 0,5 tandis que celui du tad’intérêt est d’environ – 0,04, ce qui est conforme aux résultats des traantérieurs6.

Cependant, les paramètres à court terme estimés du modèle orde Hendry (c.-à-d. les paramètres , ainsi que les coefficients des variendogènes retardées) étaient instables en ce sens qu’ils varconsidérablement pendant la période d’estimation. Il a donc fallu ajoutecertain nombre de variables exogènes pour améliorer les estimations. Lde ces variables est l’écart de production calculé au moyen des chiffresproduction potentielle fournis par le MTP, le Modèle trimestrielprévision de la Banque, qui mesure celle-ci à l’aide d’un filtre multivaélargi (pour en savoir davantage sur la mesure de la production potentvoir Butler, 1996). Les autres variables exogènes ajoutées au modèle staux de change au comptant Canada/États-Unis, le taux du pa

6. La condition d’élasticité des prix égale à l’unité n’a pas été rejetée dans une régresans contrainte.

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commercial à 90 jours aux États-Unis, le taux d’inflation aux États-Unisvariation des dépôts à préavis autres que ceux des particuliers après 1une variable muette à saut discret pour le début des années 1980.dernière variable est censée représenter la vague d’innovations finansurvenue dans les banques à charte au début de la décennie 19807. Nousavons mis à l’essai beaucoup d’autres variables, dont les taux d’inofferts sur les comptes à intérêt quotidien et la valeur nominale dederniers, la courbe de rendement et la volatilité des taux à long terme,aucune n’a permis de se passer de la variable muette représentainnovations financières observées au cours de la période en question.

L’incorporation des dépôts à préavis autres que ceux des particuà titre de variable exogène vise à permettre au modèle d’englobetransferts qui se sont produits pendant les années 1990 entre les compdépôt à vue et à préavis. Les réserves obligatoires sur les deux catégorcomptes ayant été éliminées dans la première moitié des années 199agents (principalement les entreprises) ont été amenés à transférer dacomptes à vue des fonds placés dans des comptes à préavis.redistribution a eu pour effet de majorer le taux de croissance de M1cours des dernières années; toutefois, si la croissance plus rapide ds’est accompagnée d’une certaine accélération de la progression du PIBelle ne s’est pas répercutée jusqu’ici sur l’inflation. La redistribution ddépôts entre les comptes à vue et à préavis n’est pas la seule innovaavoir influé sur M18, et c’est la raison pour laquelle nous avons retenu dle modèle une mesure corrigée de M1 plutôt que M1 brut. Nousreviendrons à la troisième section.

Certaines conditions d’équilibre ont été imposées au modèled’obtenir un régime permanent particulier. Nous avons fait l’hypothqu’en régime permanent, la croissance de la production potentielle éta2,3 %, l’inflation de 2 % et lacroissance monétaire de 3,2 %, conformémeaux paramètres de la fonction de demande de monnaie à long terme ehypothèses relatives à l’augmentation de la production et des prix. Ledes fonds à un jour se situe à environ 4,9 % en régime permanentlumière de la relation observée par le passé avec les taux d’intérêt aux ÉUnis.

Ainsi que nous l’avons vu à la section précédente, la différence el’offre effective de monnaie et la demande estimée de monnaie à long teconstitue l’écart monétaire. L’évolution de l’écart monétaire a suivi de t

7. Le lecteur trouvera une description de certaines de ces innovations dans les travFreedman (1983), de Gomme (1998) et d’Aubry et Nott (2000).8. Les innovations ayant influé sur M1 au cours des années 1990 sont décritesBanque du Canada (1998), Atta-Mensah et Nott (1999) et Aubry et Nott (2000).


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Figure 1Écart monétaire et taux d’inflation observé huit trimestres plus tard

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près celle de l’inflation depuis une quarantaine d’années (voir la Figurecet écart aide donc le modèle à prévoir l’inflation.

Il existe deux grandes différences entre le MVCE-M1 présenté icle modèle original de Hendry : notre modèle est basé sur M1 corrigé (dosera question dans la prochaine section) plutôt que sur M1 brut, et led’intérêt retenu est le taux du financement à un jour plutôt que le tauxpapier commercial à 90 jours. Le taux à un jour est l’instrumed’intervention des autorités monétaires depuis 1994 au Canada, et il sequ’il offre un bon moyen d’évaluer la politique monétaire au Canada surpériode beaucoup plus longue (voir Armour, Engert et Fung, 1996). De pcomme ce taux présente une forte corrélation avec le taux du pacommercial à 90 jours (le coefficient de corrélation mesuré à partir de 1est de 0,98), le changement de taux à court terme dans le modèle n’a pd’effet appréciable sur la fonction estimée de demande de monnaie ni squalité des prévisions.

3 Prise en compte des innovations financières ayanttouché la monnaie au sens étroit

Au Canada, les variations de la croissance de M1 réel sont corréléescelles de la croissance du PIB réel environ deux trimestres plus tard9. Lesvariations de la croissance de M1 sont également corrélées avec celle

9. Voir par exemple Banque du Canada (1999, p. 29).

182 Adam et Hendry

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prix environ huit trimestres plus tard10. La relation entre la monnaie et leautres variables économiques semble toutefois s’être modifiée au courannées 1990, sous l’effet peut-être de la « restructuration » de l’éconcanadienne après la récession de 1990-1991. Ce changement pourraiêtre lié à la décision des autorités monétaires canadiennes d’adoptecibles explicites en matière d’inflation. Il est possible, enfin, quenombreuses innovations financières qui ont marqué les années 1990paru modifier la nature des comptes de dépôt y soient aussi pour quechose.

Cette dernière possibilité nous a amenés à revoir la définition dmonnaie au sens étroit retenue dans le MVCE11. Par monnaie au sens étroon entend généralement les encaisses servant à régler les achats de bde services. Au Canada, la monnaie au sens étroit correspond actuelleml’agrégat M1, qui comprend la monnaie hors banques, les comptechèques personnels et les comptes courants. Au cours des années 11994, les réserves obligatoires à maintenir à l’égard de ces comptes oéliminées progressivement, et la distinction entre les comptes à préaviscomptes à vue s’est estompée12. En outre, le développement des servicfinanciers sous forme électronique durant les dernières années et la vcroissante des cartes de débit, des guichets automatiques et des sebancaires par téléphone ou par ordinateur personnel ont amené les agréduire leurs encaisses monétaires et leur ont permis d’avoir accèsfacilement, pour régler leurs transactions, à des types de comptecompris dans M1. Ces améliorations dues à la technologie semblentdonné lieu à un accroissement de la substituabilité des espèces ecomptes de dépôt à vue ou à préavis; par conséquent, une définitionlarge de la monnaie de transaction serait peut-être de mise en cette èl’électronique. Parallèlement, il faut bien voir que la plupart des typescompte actuellement offerts par les institutions financières ont une dofonction : règlement des transactions et épargne. Par conséquent, lesde ces comptes ne devraient pas faire partie en totalité de l’agrégat mes

10. Comme on peut le vérifier dans Hendry (1995) et Armour, Atta-Mensah, EngeHendry (1996).11. Aubry et Nott (2000) essaient de déterminer d’un point de vue conceptuel qéléments inclure dans un agrégat mesurant la monnaie au sens étroit.12. Les coefficients de réserve étaient plus élevés sur les dépôts à vue (compris danque sur les dépôts à préavis (exclus de cet agrégat). Par conséquent, misel’obligation de préavis de retrait, qui a peu de conséquences pratiques, la distinctionles comptes à vue et à préavis a perdu sa raison d’être. Cette innovation semble jusavoir influé principalement sur les comptes bancaires des entreprises. Les banqucommencé à offrir des taux plus intéressants sur les comptes courants, ce qui a incentreprises à y transférer une partie de leurs disponibilités.


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la monnaie de transaction. La question est de savoir comment établmanière raisonnable la partie qui devrait en être exclue.

Au Canada, entre 1980 et 1982, une série d’innovations financiavaient déjà eu tendance à rendre instables les paramètres du vectecointégration dans le modèle. Cependant, les innovations de cette péavaient simplement entraîné, de façon générale, un déplacementmonnaie d’un agrégat à un autre — plus précisément, des dépôts à vueaux dépôts à préavis (M2). Dans un contexte caractérisé par desd’intérêt élevés et des modifications des coefficients de réseobligatoires, les banques ont cherché à inciter leur clientèle à transférefonds déposés dans des comptes dont le maintien était coûteux pour(les comptes à vue) à des comptes plus économiques (les comptes à prElles ont créé des types de compte innovateurs comme les comd’épargne à intérêt quotidien et les comptes de chèques à intérêt quopour amener les consommateurs à transférer les soldes de leurs comvue ne portant pas intérêt à des comptes à préavis rémunéréschangement observé au cours des années 1990 n’est pas seulement lretour des fonds vers les comptes à vue sous l’effet de la diminution, pul’élimination complète des réserves obligatoires sur ces comptes, maisaux changements technologiques qui ont permis une multiplicationtypes de compte permettant de régler des transactions.

L’agrégat M1 corrigé est une mesure de la monnaie que nous aélaborée à l’aide d’un modèle expressément pour corriger l’instabilitéparamètres du MVCE et obtenir une estimation de la taille des distorssubies par M1. L’élaboration de cet agrégat corrigé s’est faite en dtemps.

En premier lieu, une équation de prévision de la monnaie provend’un MVCE basé sur M1 brut (estimé sur la période 1956-1993) a serprévoir la croissance de M1 du premier trimestre de 1992 au premtrimestre de 1999, en retenant les valeurs effectives de toutes les avariables du modèle; nous avons ainsi obtenu une série chronologiquemonnaie « sans distorsion ». Cette série représente les valeurs estiméM1 aurait prises en l’absence des changements qui ont influé suprocessus générateur des données au cours des années 1990.

En second lieu, dans le but de rattacher la série ainsi estiméedonnées observables relatives à la monnaie, nous avons fait la régresscette série sur toutes les composantes de M1++ (M1 brut plus l’ensedes dépôts à préavis). Étant donné que les coefficients de certcomposantes que l’on pouvait raisonnablement considérer comprésentant le même type de caractéristique ou d’utilisateur étaient similanous avons regroupé ces composantes afin de réduire le nombre

184 Adam et Hendry

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paramètres à estimer et de rendre le processus d’estimation plus efficompte tenu de la petite taille de l’échantillon.

3.1 Calcul de M1 corrigé

Nous avons calculé M1 corrigé à l’aide de moyennes pondérées distinc

M1 corrigé = 1,58 (monnaie hors banques) + 0,28 (dépôts des entreprises)(pour la période 1992T1-1994T3)

M1 corrigé = 1,19 (monnaie hors banques) + 0,22 (dépôts des entreprises)+ 0,15 (dépôts des particuliers)(pour la période 1994T4-1999T1)

où le termedépôts des entreprisesreprésente la somme des comptcourants et des dépôts à préavis autres que ceux des particuliers, et ledépôts des particuliers, l’ensemble des dépôts à préavis des particuliers13.

M1 corrigé présente deux différences par rapport à M1 brut :

1. Le choix des composantes : M1 corrigé comprend les comptes à prmais non les comptes de chèques personnels, dont plus de la moitiéde nos jours tenus chez les courtiers en valeurs mobilières. Les comtenus chez les courtiers semblent servir principalement à l’acquisid’avoirs financiers — fonds communs de placement, actionsobligations — plutôt qu’à l’achat de biens et de services. Par conséquils devraient probablement être classés dans un agrégat plusmesurant la monnaie en tant que réserve de valeur au lieu d’être indans notre mesure des encaisses de transaction.

2. Le choix des pondérations : dans M1, chacune des composantesmême pondération (égale à un), tandis que, dans M1 corrigépondération dépend des résultats de l’estimation. M1 corrigé peraussi de modifier les pondérations en des points déterminés de la péconsidérée.

Étant donné la faible taille de l’échantillon ainsi que l’ampleur dchangements dont les paramètres ont fait l’objet au fil du temps,pondérations présentées ici sont toutefois sujettes à caution. Nreviendrons de manière plus approfondie sur cette question.

Le but essentiel de cette opération était de corriger l’instabilitéMVCE. Il ressort clairement des Figures 2 et 3 que le nouveau MVCE bsur M1 corrigé a des paramètres plus stables (de par leur conception) qMVCE antérieur basé sur M1 brut.

13. L’échantillon a été divisé en deux sous-périodes pour tenir compte du fait quvaleurs estimées des paramètres diffèrent sensiblement, après le troisième trimes1994, des valeurs obtenues avant ce trimestre.


Figure 2

Élasticité par rapport au revenu calculée au moyen d’une régressionsur échantillon mobile

Figure 3

Semi-élasticité par rapport au taux d’intérêt calculée au moyend’une régression sur échantillon mobile

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Figure 4Taux de croissance de M1 brut et de M1 corrigé en glissement annuel

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Ainsi que la Figure 4 permet de le constater, le taux de croissancM1 corrigé a été bien inférieur à celui de M1 brut pendant une bonne pdes années 1990. Cependant, de par sa construction même, M1 caffiche des variations plus conformes à celles des prix, de la productiodes taux d’intérêt.

Malgré un taux de croissance inférieur, les prévisions de l’inflatobtenues à l’aide du MVCE basé sur M1 corrigé sont analogues à cellemodèle original de Hendry, fondé sur M1 brut (voir la Figure 5). Le tad’inflation que ce dernier modèle prévoyait était resté modévraisemblablement parce que ses paramètres avaient été modifiémanière à neutraliser l’incidence de la forte croissance de M1. DanMVCE reposant sur M1 corrigé, la croissance de la monnaie est plus famais les paramètres sont plus stables, ce qui explique le profil asimilaire du taux d’inflation prévu pendant la majeure partie de la périconsidérée; la racine de l’erreur quadratique moyenne est de 0,91, c0,94 dans le modèle original de Hendry.

3.2 Justification du choix de M1 corrigé

L’instabilité des paramètres à long terme du modèle de Hendry aurait pucorrigée au moyen de variables muettes, mais on n’aurait alors rien s


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Figure 5Taux d’inflation sur quatre trimestres : prévision à l’horizonde quatre trimestres et taux effectif

sources de cette instabilité14. La démarche adoptée ici est également psouple que celle qui consiste à faire appel à des variables muettes damesure où il est inutile d’établir a priori quand les distorsions doivprendre fin. Ainsi que l’illustre la Figure 4, la distorsion présente dans(la différence entre le taux de croissance de M1 brut et celui de M1 corra été d’environ 6 à 7 % par an aucours des trois dernières années. AubryNott (2000), qui ont étudié les distorsions liées à des changeminstitutionnels précis (soit le déplacement de fonds de comptes à prévers des comptes courants dans certaines banques, l’incidence de l’incldes comptes tenus chez les courtiers en valeurs dans les comptes de cpersonnels et le lancement de la pièce de 2 $), ont estimé leur taiseulement 2 % environ par année15.

On peut sans doute faire l’hypothèse que ces chiffres constituenestimations maximale et minimale de la taille des distorsions. Étant doqu’Aubry et Nott n’ont étudié que trois changements institutionnels, il paraisonnable de conclure que la valeur de 2 % correspond à la borneinférieure de la distorsion estimée de M1. M1 corrigé peut être consid

14. Le recours aux variables muettes a un inconvénient : le degré de distorsion toules différentes composantes est alors considéré comme uniforme. La technique quprivilégions permet de faire varier le degré de distorsion selon les composantes.15. Voir Banque du Canada (1998), Atta-Mensah et Nott (1999) et Aubry et Nott (20

Taux effectif MVCE-M1

7

6

5

4

3

2

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188 Adam et Hendry

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comme une borne supérieure, puisque toute l’instabilité est attribuéedistorsions de M1. On peut donc faire valoir que notre approche risqucomporter une correction excessive, les changements structurels touchrelation économique entre M1, la production et l’inflation risquant d’êconfondus avec les distorsions de M1 qui sont liées aux innovatfinancières.

Nous avons aussi essayé d’autres mesures de la monnaiel’occurrence M1+16 et M1++, dans des MVCE, mais il s’est révélimpossible d’estimer une fonction stable de demande de monnaie à l’aidl’un ou l’autre de ces agrégats. Ce résultat est probablement dû au fait qM1+, ni M1++ n’ont mesuré convenablement les encaisses de transadans le passé. Nous avons alors mis à l’essai deux autres agrégats decru, M1+ élargi et M1++ élargi. Pour créer ces agrégats, nous avons prisen niveau jusqu’en 1990 et lui avons ensuite appliqué le taux de croissde M1+ (ou de M1++) pour obtenir un M1+ élargi (ou M1++ élargi) eniveau après 1990. Cependant, même ces définitions élargies n’ondébouché sur une fonction stable de demande de monnaie — probableparce que les composantes ajoutées à M1, au lieu de servir entièremerèglement de transactions, comprennent aussi des avoirs jouant un rôréserve de valeur.

Étant donné que les innovations financières ne se sont pas toproduites au cours d’un trimestre déterminé et se sont échelonnées sulongue période, il n’est pas approprié d’adopter une pondération fixe ples composantes de M1 corrigé. Un modèle doté de paramètres varidans le temps et faisant appel à un filtre de Kalman pourrait semapproprié, mais son estimation s’est révélée difficile à cause de la ptaille de l’échantillon. Les résultats sont très sensibles aux hypothinitiales, et nous ne disposons pas d’une technique permettant d’imposevaleurs positives aux pondérations en pareil cas. C’est pourquoi nous apermis, en guise de compromis, une modification unique des pondéraau cours de la période considérée.

En résumé, l’évolution de M1 corrigé peut être considérée commcroissance monétaire qui aurait été observée au cours des dernières anla relation entre la monnaie, la production, les taux d’intérêt et les prixs’était pas modifiée. Trois raisons pourraient expliquer l’instabilité derelation entre la monnaie et les autres variables économiques au courannées 1990. La première tient aux changements institutionnels etdifficultés que pose le système actuel de collecte de données epourraient faire que nous ne mesurions plus les données appropriéedeuxième est liée aux mutations de la demande de monnaie à l’èr

16. M1+ équivaut à M1 augmenté des dépôts à préavis transférables par chèque.


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l’électronique. Troisième et dernière explication, il se peut que l’instabisoit attribuable à des changements structurels de l’économie qui nrattachent pas spécifiquement aux innovations financières. La distorsioM1 qui est estimée à l’aide du MVCE englobe tous ces éléments de sque, même si l’on peut assimiler M1 corrigé à une mesure des encaisstransaction, la prudence est de mise lorsqu’on veut faire des déductiopartir de cet agrégat. En fait, nous considérons M1 corrigé comme un simjalon sur la voie qui mènera à la définition d’un nouvel agrégat monétairsens étroit. Toutefois, comme on peut donner une interprétation économaux composantes de M1 corrigé et à sa relation avec M1 sans distorsioncorrigé constitue, de par sa conception, le meilleur agrégat que l’on puutiliser actuellement dans le MVCE.

4 Identification des chocs de politique monétaire

Notre modèle se distingue du MVCE original décrit par Hendry sur un aupoint : les chocs de politique monétaire y sont définis comme les chstructurels appliqués à l’équation de taux d’intérêt selon une décomposde Choleski17. Autrement dit, les chocs de politique monétaire sontvariations non anticipées du taux du financement à un jour.

Les modèles entraînaient auparavant un « illogisme des prix », esens qu’une augmentation du taux d’intérêt nominal décidée parautorités monétaires s’accompagnait d’une accélération de l’inflationproblème tenait au fait que la hausse du taux d’intérêt provoquait un recla demande estimée de monnaie à long terme, lequel donnait lieu à unmonétaire positif, débouchant à son tour sur une « bulle d’inflation » apersistante. Ce résultat peut s’expliquer par le fait que, en longue pérles variations du taux d’intérêt ont présenté une corrélation plus étroiteles variations de l’inflation attendue qu’avec les chocs de politiqmonétaire et que le modèle ne parvient pas à bien distinguer toutefluctuations de l’inflation attendue. Il paraît cependant raisonnable de bla demande de monnaie à long terme sur une mesure moins variable dude détention de la monnaie. Il est peu probable que la demande de monlong terme se modifie de manière substantielle à chaque variation passdu taux d’intérêt. C’est pourquoi nous utilisons une série de taux à undont nous avons éliminé les chocs estimés de politique structurelle, enfondant sur l’argument voulant que les agents n’ajustent pas leur demde monnaie à long terme dès que les autorités monétaires modifient le

17. L’ordre des variables retenu aux fins de la décomposition est le suivant : led’intérêt aux États-Unis, les prix aux États-Unis, le taux à un jour, M1 corrigé, les comavec tirage de chèques autres que ceux des particuliers, la production, les prix au Cet le taux de change.

190 Adam et Hendry

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d’intérêt. Dans un monde où ils disposent d’une information limitée surtype de choc, les agents réagiraient lentement aux changements de pomonétaire, à mesure qu’ils découvriraient la nature de la dernière variades taux d’intérêt. C’est cette série de taux excluant les mesuresanticipées de politique monétaire qui entre dans le calcul des paramètrla demande de monnaie à long terme et de l’écart monétaire.

Cette spécification du taux d’intérêt implique qu’un resserremenla politique monétaire n’aura pas d’effet sur la demande de monnaiecours du trimestre considéré, ce qui élimine l’« illogisme des prix »modèle. De plus, au cours des premiers trimestres suivant le resserremla politique monétaire, la majoration du taux d’intérêt aura sur la croissamonétaire un effet de freinage plus marqué que celui exercé sur la demde monnaie, ce qui fera apparaître un excédent de la demande de molequel entraînera une diminution de l’inflation.

Les travaux se poursuivent également à la Banque sur la meillfaçon de mesurer les variables relatives à la production et aux taux d’indans le calcul de la demande de monnaie. Sur le plan empirique, c’est l’monétaire calculé à partir des valeurs courantes de la production et desd’intérêt qui permet le mieux de prévoir l’inflation future. Sur le plathéorique, par contre, la demande de monnaie à long terme calculée àdes valeurs à long terme de la production et des taux d’intérêt —exemple la production potentielle et les taux d’intérêt d’équilibre — seplus appropriée (voir Gerlach et Svensson, 1999). Nous espérons ponous pencher sur ces questions dans les recherches futures.

Les chocs de politique monétaire ayant été identifiés dans nmodèle de la manière indiquée, il est maintenant possible de déduire ddernier les modifications de taux d’intérêt qui ramèneront l’inflationpoint médian de la fourchette visée par la Banque, à un horizon donné.

5 Utilisation du MVCE basé sur M1 corrigé à des finsde prévision

Afin d’illustrer l’usage que les autorités monétaires pourraient faireMVCE basé sur M1 corrigé, supposons un ensemble de conditions initse caractérisant par une inflation de 3 %, une expansion monétaire deune croissance de la production de 3,5 % et un taux d’intérêt de 6 %.conditions ont également été choisies de manière que, si le taux d’inreste fixe à 6 %, le taux d’inflation demeure stable aux environs de 3 %cours des deux premières années hors de la période d’estimation.

Nous avons effectué quatre séries de prévisions à l’aide du modétant donné ces conditions initiales. La première est basée sur un


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d’intérêt fixe. Les trois autres sont des prévisions conditionnelles dlesquelles nous estimons la série des variations de taux d’intérêt nécespour ramener le taux d’inflation sur quatre trimestres au point médian dfourchette de maîtrise de l’inflation en l’espace de quatre, huitdouze trimestres, l’inflation étant maintenue à 2 % au quatrième trimestrchaque année par la suite.

La Figure 6 illustre ces prévisions. Dans le scénario de référencele taux à un jour est maintenu fixe à 6 % (niveau supérieur à la valeurégime permanent du modèle pour cette variable), l’inflation diminue pse situer en deçà de 2 % au cours de la quatrième année. Comme le taujour est fixé au-dessus de sa valeur de régime permanent, le taux d’infltend vers une nouvelle valeur, plus faible, de régime permanent. La cose rapportant à la prévision conditionnelle no 1 illustre l’évolution prévuequand le taux à un jour est relevé de manière à ramener l’inflation à 2 %quatre trimestres seulement. Celle qui décrit la prévision conditionnelleo 2correspond au scénario dans lequel le taux à un jour est majoré de manréduire l’inflation à 2 % en l’espace de huit trimestres. Cette période esdouze trimestres dans le cas de la prévision conditionnelle no 3.

La Figure 7 présente les prévisions de croissance monétairedécoulent des prévisions d’inflation illustrées à la Figure 6. Dansprévision à taux d’intérêt fixe, la croissance monétaire est au départforte que dans les cas où l’inflation est ramenée plus rapidement à 2 %croissance monétaire diminue par la suite dans le scénario de réféparce que le taux à un jour reste fixe à un niveau supérieur au taux de répermanent, d’où un effet de contraction de l’économie.

La Figure 8 illustre l’évolution suivie par le taux à un jour pourmême ensemble de prévisions. La réduction de l’inflation à 2 %nécessitedans ce cas un durcissement de la politique monétaire, c’est-à-dirrelèvement du taux à un jour. La troisième année, cependant,durcissement est entièrement inversé afin d’éviter que l’inflation tombe sles 2 %. Plus l’horizon est rapproché (quatre trimestres dans la prévconditionnelle no 1, mais douze dans la prévision conditionnelle no 3), plusil faut augmenter le taux d’intérêt pour atteindre la cible. De mêmecroissance monétaire est plus variable quand l’horizon visé estrapproché. Pour choisir la politique appropriée, il faut tenir compte à lade l’horizon visé et des modifications requises du taux d’intérêt ou dcroissance monétaire.

Une autre façon de prendre en compte l’état du monde et l’évolufuture de l’inflation consiste à fournir des intervalles de confiance ouprobabilités. Par exemple, on peut élaborer une « fourchette de référeou une « fourchette de suivi » de la croissance monétaire qui soit compaavec une inflation de 2 % à un horizon déterminé. À cette fourchette

192 Adam et Hendry

Figure 6Prévisions relatives à l’inflation

Figure 7Prévisions relatives à la croissance monétaire

Prévision

Prévision à taux

Prévision

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Figure 8Prévisions relatives au taux à un jour




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Année 1 Année 2 Année 3 Année 4 Année 5

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Prévision à tauxd’intérêt fixe

référence correspondrait une probabilité que l’inflation demeure danfourchette cible, ou encore dans une fourchette plus étroite. Dès qu’prendraient connaissance de la croissance monétaire effective et donécarts par rapport à la fourchette de référence, les autorités seraient avdes risques que l’inflation ne se situe pas dans la fourchette visée. L’unavantages qu’il y a à utiliser une fourchette de croissance monétaire àde variable d’information, outre les prévisions d’inflation elles-mêmes,que celle-ci aide à évaluer l’évolution des tensions inflationnistes au cdes mois écoulés depuis le calcul de la fourchette de référence18. Gerlach etSvensson (1999) concluent qu’un « écart monétaire » englobe l’informafournie par un indicateur de la croissance monétaire. Nos résultats appgénéralement cette conclusion. Cependant, les indicateurs de la croismonétaire et les fourchettes de référence ont ceci d’intéressant que leuest peut-être plus facile à expliquer que celui d’un écart monétairepourraient donc se révéler utiles à une banque centrale désireuse d’exples raisons de ses interventions.

18. La principale différence entre une cible intermédiaire et une variable d’informaréside dans le degré de corrélation entre cette cible ou cette variable, d’une part,variable prise pour objectif, d’autre part. En principe, la cible intermédiaire est étroitemcorrélée avec la variable objectif, tandis que la corrélation entre celle-ci et la vard’information est beaucoup moins forte. Il faut aussi tenir compte de la mesurelaquelle les autorités peuvent influencer la cible intermédiaire et la variable objectielles ne sont pas en mesure de contrôler la cible intermédiaire, il est peu probable qupuissent contrôler la variable objectif.

194 Adam et Hendry

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Le taux de croissance sur trois mois de la moyenne mobile sur domois de la croissance de M3 est l’un des deux piliers de la stratégie retpar la Banque centrale européenne (BCE) pour instaurer la stabilité deset la maintenir19. Même si la BCE se sert d’un agrégat large pour tecompte de la possibilité de modifications liées par exemple aux innovatfinancières, nous avons préféré prendre explicitement en comptechangements observés au Canada dans notre agrégat étroit.

Une autre solution consiste à calculer les probabilités que l’inflatdemeure dans la fourchette cible sans se servir d’une fourchette de réféapplicable à la croissance monétaire. La Figure 9 montre la préviconditionnelle de l’inflation et deux intervalles de confiance à 68 % (enviun écart-type) possibles quand le taux d’intérêt est fixé de la même maque dans la prévision conditionnelle no 2 (inflation ramenée à 2 % en huitrimestres). Les intervalles de confiance ont été calculés au moyen dtechnique de rééchantillonnagebootstrap corrigée des biais qui a étéproposée par Kilian (1998) et analysée par Sims et Zha (1995)20. Ladistribution des prévisions de l’inflation délimitée par la plage de fluctuatintérieure est basée sur l’incertitude qui entoure les paramètres du motandis que la plage extérieure tient compte également de l’incertitudsujet des chocs exogènes susceptibles de se produire à l’avenir.

Les distributions complètes relatives à la prévision de l’inflation squatre trimestres aux horizons de quatre et de huit trimestres sont illusaux Figures 10 et 11. Les lignes verticales représentent les intervd’erreur à 68 % applicables à la prévision à l’horizon de huit trimestqu’indique la Figure 9 à la fin de la deuxième année. Des distributions dgenre nous permettent de calculer diverses probabilités pouvant êtreaux décideurs. Les probabilités que l’inflation se situe dans la fourchcible officielle de 1 à 3 % ou dans une fourchette plus étroite de 1,5 à 2sont présentées au Tableau 1. Il est possible de calculer des fonctiodistribution analogues pour chacune des variables faisant l’objet dprévision. Par exemple, des fourchettes de suivi compatibles al’obtention du taux d’inflation visé par les autorités peuvent être calculpour le taux de croissance monétaire ou le taux d’intérêt.

19. La politique monétaire de la BCE, qui vise la stabilité, repose sur i) le rprépondérant donné à la monnaie; ii) une évaluation des perspectives d’évolution deet des risques qui menacent la stabilité des prix fondée sur une large gamme d’indicfinanciers et économiques.20. Cette technique nécessite un rééchantillonnage pour obtenir une première estimdu biais présent dans les coefficients du modèle. On calcule ensuite les coefficientbiais qui permettront d’obtenir les intervalles d’erreur dans le cadre d’une deuxisimulationbootstrap. Cinq mille échantillonsbootstrap ont été générés à chaque étape.


Figure 9Prévision conditionnelle d’inflation no 2, assortie d’intervalles d’erreur

Incertitude des paramètres etincertitude des chocs

5

4

3

2

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n

Incertitude des paramètres

Figure 10Distribution des prévisions conditionnelles relatives au taux d’inflationsur quatre trimestres avec incertitude des paramètres (prévisionconditionnelle no 2)

Intervalle d’erreur à 68 %pour les prévisions à l’horizon

0,14

0,12

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−3 −2 −1 0 1 2 3 4 5 6Taux d’inflation

Horizon de quatre trimestresHorizon de huit trimestres

de huit trimestres

196 Adam et Hendry

Figure 11

Distribution des prévisions conditionnelles relatives au taux d’inflationsur quatre trimestres avec incertitude des paramètres et des chocsfuturs (prévision conditionnelle no 2)

Tableau 1

Probabilité de l’inflation selon la prévision conditionnelle no 2,avec incertitude des paramètres et des chocs futurs

DateProbabilité d’une inflationse situant entre 1 % et 3 %

Probabilité d’une inflation sesituant entre 1,5 % et 2, 5 %

Année 1, trim. 1 50 % 8 %Année 1, trim. 2 55 % 24 %Année 1, trim. 3 58 % 30 %Année 1, trim. 4 52 % 27 %Année 2, trim. 4 37 % 19 %Année 3, trim. 4 32 % 17 %

0,14

0,12

0,10

0,08

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0,00−3 −2 −1 0 1 2 3 4 5 6

Den

sité

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prob

abili

té

Intervalle d’erreur à 68 %pour les prévisions à l’horizon

Horizon de quatre trimestresHorizon de huit trimestres

Taux d’inflation

0,09

0,08

0,07

0,06

0,05

0,04

0,03

0,02

0,01

0,00

Den

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En résumé, notre modèle permet de produire des prévisions préet les probabilités correspondant à leur réalisation pour un nomquelconque d’hypothèses de départ ou de scénarios de politique monet peut donc fournir des renseignements utiles sur l’évolution possible dsituation et les scénarios souhaitables aux yeux des autorités.

6 Recherches futures

Des décompositions autres que celle de Choleski auraient pu seridentifier les chocs de politique monétaire. L’estimation de la réaction dcroissance monétaire à un choc de taux d’intérêt varie selon les périodeconséquence, il pourrait être opportun d’inclure une restrictionsuridentification dans la décomposition des chocs (voir Bernanke, 1986Sims, 1986) qui modifierait la réaction contemporaine de la croissamonétaire à une variation des taux d’intérêt, de façon à ce que cette réadiffère du niveau moyen estimé au moyen de la décomposition de CholUn examen de l’évolution récente fait ressortir que la réactcontemporaine de la monnaie à une variation des taux d’intérêt saccentuée. (Cette sensibilité plus marquée de la croissance monétairmodifications des taux d’intérêt s’explique peut-être par un changemenla rapidité avec laquelle les banques modifient le montant de liquidqu’elles mettent à la disposition des agents économiques en réactionvariations de taux d’intérêt décidées par les autorités monétaires.variation moyenne, dans le passé, de la croissance monétaire poumodification de 100 points de base du taux à un jour était d’environ 0,6En appliquant une décomposition de Bernanke à une autre versiomodèle (présentée plus bas), nous avons pu porter cette réaction à 1 %21.

Dans le cas de la prévision conditionnelle où les autorités s’efforcde ramener l’inflationà 2 % en l’espace de huit trimestres (prévisioconditionnelle no 2), les taux d’inflation et de croissance monétademeurent à peu près les mêmes qu’on utilise la décomposition de Bernou celle de Choleski (voir Figures 12 et 13). Par contre, la diminutiontaux d’intérêt qui se révèle nécessaire est plus faible avec la décomposde Bernanke qu’avec celle de Choleski (voir Figure 14). La croissamonétaire contribue davantage à ramener l’inflation au niveau cible, deque la variation nécessaire du taux d’intérêt est plus faible.

Dans des travaux à venir, nous étudierons aussi des techniquesavancées d’identification des chocs de politique monétaire, comme cemployées dans le cas du Canada par Fung et Kasumovich (1998) ou

21. Cette valeur (1 %) se situe en deçà de deux écarts-types de la valeur estimparamètre de réaction de la monnaie.

198 Adam et Hendry

Figure 12Prévisions relatives à l’inflation selon différentes décompositions

Figure 13Prévisions relatives à la croissance monétaire selon différentesdécompositions

Décomposition de Choleski

Décomposition de Bernanke

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2,6

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Figure 14Prévisions relatives au taux à un jour selon différentes décompositions



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et Yuan (2000). Les modifications apportées à cet aspect du modèlepermettront de vérifier la robustesse des prédictions de ce dernier.recherches ont également été entreprises à la Banque sur les divdéfinitions possibles de la monnaie de transaction et sur la formulatiol’offre de monnaie souhaitée par les institutions financières.

Conclusion

Le MVCE-M1 a permis de prévoir l’inflation de manière relativemesatisfaisante par le passé; il semble demeurer un bon modèle de préven particulier si l’on tient compte des modifications qui lui ont été apportépar exemple le recours à M1 corrigé, l’identification des chocs de politimonétaire et le calcul des probabilités que l’on observe un taux d’infladonné.

Les prévisions fournies par le MVCE peuvent servir à complél’information produite par les autres modèles utilisés à la Banquedonnant un autre aperçu de l’évolution que pourrait subir l’économie erenseignant sur les risques de hausse ou de baisse de l’inflation. Le recplusieurs modèles pourrait être particulièrement indiqué en périd’incertitude extrême ou de changements structurels. Cependant, mau cours des périodes de relative stabilité, les informations provenan

200 Adam et Hendry

sques

, lest deoinsemierhèsesrent, quet devraituent,98,mais

sonte ouleurse pour

différents modèles sont utiles aux décideurs désireux de soupeser les riqui entourent les perspectives d’avenir22.

Lorsque différents modèles produisent des prévisions similairesdécideurs devraient normalement avoir moins de doutes au sujel’évolution future de la situation, toutes choses égales par ailleurs, et mde mal à décider des mesures à adopter. C’est toutefois quand un prmodèle reposant sur un ensemble déterminé de variables et d’hypotprévoit un résultat mais qu’un second faisant appel à un ensemble difféde variables et d’hypothèses en prévoit un autre, très différent peut-êtrel’emploi de modèles multiples se révèle le plus précieux. En tout étacause, l’accès aux prévisions provenant de modèles multiples depermettre aux autorités de disposer de plus d’information et, par conséqd’atteindre leurs objectifs. Comme le recommande Alan Blinder (19p. 12) : « Faites appel à toute une série de modèles et ne vous fiez jaoutre mesure à un modèle en particulier. »

22. Voir par exemple Engert et Selody (1998) et Berk (1997). Différents modèlesutilisés pour simuler un choc, par exemple une modification de la politique monétairun choc dans le secteur réel de l’économie, et pour évaluer l’effet produit sur les vaprévues des variables à l’étude. Le recours à plusieurs modèles peut aussi être utilévaluer l’incertitude liée à des chocs particuliers.


d’une, laées).nousport àgue

ion

AnnexeDescription détaillée du MVCE basé sur M1 corrigé

Étape 1 : Estimation de la demande de monnaie à long terme et del’écart monétaire

La méthode de Johansen-Juselius nous sert à évaluer l’existencerelation unique de cointégration à long terme entre la monnaie, l’inflationproduction et les taux d’intérêt (au moyen de données non désaisonnalisNous avons recours à un modèle à correction d’erreurs parce quefaisons l’hypothèse que les écarts de la demande de monnaie par rapl’offre de monnaie (c.-à-d. les écarts monétaires) sont corrigés en lonpériode. Le modèle est de la forme suivante :

, (A1)

où

= niveau du taux à un jour « sans choc de politique » =

( est le résidu de l’équation (A8), qui se

rapporte au taux d’intérêt)

= niveau en logarithme de M1 corrigé

= niveau en logarithme de la production réelle

= niveau en logarithme de l’indice des prix à la consommat

= [constante, trois variables muettes saisonnières, écart de

productiont – 1, log(taux de change) det à t – 3,

taux PC90ÉUt, VM80b* DPAPt, VM80at]

écart de productiont – 1 = – production potentielle estimée par la

Banque du Canada à l’aide du MTP

PC90ÉU = taux du papier commercial à 90 jours aux États-Unis

VM80b = 0 avant le 1er trimestre de 1980, 1 ensuite

DPAPt = dépôts à préavis autres que ceux des particuliers

∆Xt Γ L( )∆Xt VMZt αβ′ Xt 1– VM80at 1–,[ ]+ +=

Xt M1t IPCt Yt T1J̇ f t, ,,[ ]=

T1J̇ f t

T1J̇t εt– εt

M1t

Yt

IPCt

Zt∆

∆ ∆

Yt

202 Adam et Hendry

e.

e 4

de

rs 0

par

sser à

ourles

nsi

nt etyen

VM80at = 0 avant le 1er trimestre de 1980, 1 après le 4e trimestre de1982. Passe de façon linéaire de 0 à 1 dans l’intervall

= matrice des paramètres d’un processus de retard d’ordr

L’équation (A1) est estimée sur la période allant du premier trimestre1956 au quatrième trimestre de 1998.

L’écart monétaire est calculé de la manière suivante :

,(A2)

où

c = constante à long terme assurant la convergence de l’écart veen régime permanent

, , = valeurs des paramètres à long terme estimésJohansen

Certaines variables supplémentaires doivent être calculées avant de pal’étape de prévision (étape 3).

Étape 2 : Écart entre les taux d’intérêt

L’écart entre les taux d’intérêt,ÉCARTRt, est estimé à l’aide de l’équationauxiliaire suivante :

aRÉUt, (A3)

où

– inflation attenduet

RÉUt = PC90ÉUt – inflation attendue aux États-Unist

Inflation attenduet (E[inflationt] ) = inflation effective det – 1 àt

Inflation attendue aux États-Unist = inflation effective aux États-Unisdet – 1 à t

Par conséquent, l’écart entre les taux réels est . Pobtenir l’écart entre les taux d’intérêt nominaux, on ajoute l’écart entretaux d’inflation attendus. L’écart entre les taux d’intérêt nominaux aiobtenu est

ÉCARTRt = Rt – (k + aRÉUt ) + , (A4)

où l’inflation attendue est définie de la manière décrite précédemmel’inflation de régime permanent est, par hypothèse, le taux d’inflation mo

Γ L( )

écartmt c M1+ t IPCt– β̂yt– Yt β̂rtT1J̇ f t β̂vm81tVM80at+ +=

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Rt k +=

Rt T1J̇t=

Rt k aRÉUt+( )–

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des dix années précédentes. Au premier trimestre de 1993, l’inflatiorégime permanent passe à 2 %, pour demeurer ensuite à ce niveau.

Étape 3 : Modèle de prévision

Équation 1 : M1

ÉCARTMt – 1, (A5)

où

= [constante, écart de productiont – 1, log(taux de change) det à

t – 3, tauxPC90ÉUt, VM80b* DPAPt, POLMONt – 1]

POLMONt – 1 = 0 avant le 1er trimestre de 1988, taux d’inflation surquatre trimestres moins taux d’inflation visé par lasuite. Le taux d’inflation visé est de 3 % du premietrimestre de 1988 au quatrième trimestre de 1992puis il diminue graduellement pour s’établir à 2 % aquatrième trimestre de 1995; il reste ensuite à ceniveau.

ÉCARTMt–1 = écart monétaire obtenu de la manière décrite àl’étape 1

Équation 2 : Prix


où

Zt = [constante, écart de productiont – 1, log(taux de change) det à

t – 3, taux PC90ÉUt, VM80b* DPAPt, VM80a, VMPOL]

∆M1t Γ1 L( )

∆M1t∆IPCt

∆Yt∆T1J̇t

VM1Zt α1+ +=

Zt ∆

∆ ∆

∆IPCt Γ2 L( )

∆M1t∆IPCt

∆Yt∆T1J̇t

VM1Zt α1+ +=

∆∆ ∆

204 Adam et Hendry

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VMPOL = 0 avant le 1er trimestre de 1993, augmente graduellemepour atteindre 1 au quatrième trimestre de 1999 et resensuite à ce niveau

ÉCARTMt – 1 = écart monétaire calculé de la manière décritel’étape 1

La variable muetteVMPOLsert à représenter le passage à un nouveau td’inflation plus faible en régime permanent. Cette équation est soumiune contrainte de manière à produire un taux d’inflation de 2 % enrégimepermanent.

Équation 3 : Production


où

différentielt = taux à un jour moins taux des obligations à 10 ans oplus (tiré du MTP)

Zt = [constante, écart de productiont – 1, taux PC90ÉUt,

VM80b* DPAPt, VM91,VM89]

VM91 = 0 avant le 1er trimestre de 1991, 1 ensuite

VM89 = 0 avant le 1er trimestre de 1989, 1 entre ce trimestre et ledeuxième trimestre de 1996, 0 ensuite

L’équation est soumise à une contrainte de manière que le tauxcroissance de la production soit égal à 2,3 % en régime permanent et qcoefficients des prix soient de signe opposé à celui des coefficients dmonnaie, mais aient la même valeur (nous utilisons dans l’équatiocroissance monétaire réelle plutôt que la croissance monétaire nomina

Équation 4 : Taux à un jour

, (A8)

∆Yt Γ3 L( )∆M1t ∆IPCt–

∆Ytdiff érentielt

VM1Zt α1+ +=

∆

∆

∆T1J̇t Γ4 L( ) ∆M1t ∆IPCt ∆Yt ∆T1J̇t VM2Zt+=

α2ÉCARTMt 1– γ1ÉCARTRt 1– γ2PSCt 1–+ + +


à

où

Zt = [constante, écart de productiont – 1, log(taux de change) au

point t, taux PC90ÉUt det à t – 3,VM80b* DPAPt,POLMONt – 1]

ÉCARTRt – 1 = écart de taux d’intérêt calculé de la manière décritel’étape 2

PSCt – 1 = écart par rapport à la parité de taux d’intérêt sanscouverture, celle-ci étant définie ainsi :

, (A9)

où a et k sont tirés de l’équation (A4) ettxchest le niveau en logarithme dutaux de change Canada/États-Unis.

Équation 5 : Parité relative des pouvoirs d’achat

, (A10)

où

PRPAt = TXCOMP – IPC + IPCÉU

Zt = [constante, écart de productiont – 1, tauxPC90ÉUt de tà t – 2,

VM60T1, VM73*PRPAt – 1, ppb det à t – 2]

VM60T1 = variable muette égale à 1 au 1er trimestre de 1960seulement

VM73 = variable muette égale à 1 à partir du 1er trimestre de 1973 età 0 avant

ppb = niveau en logarithme des prix des produits de base

TXCOMP = niveau en logarithme du taux de changeCanada/États-Unis

∆∆ ∆

PSCt T1J̇t (PC90ÉUt 400 txcht 1+ txcht–( )+–=

k a 1–( )RÉUt)+ +

PRPAt Γ3 L( ) ∆M1t ∆Yt ∆T1J̇t PRPAt=

VM2Zt γ2ÉCARTRt 1–+ +

∆ ∆ ∆

∆∆

206 Adam et Hendry

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Équation 6 : Variation des dépôts à préavis autres que ceux desparticuliers

Processus autorégressif d’ordre 4 assorti de variables muettes constanVM80a etVM87T3. La variableVM87T3 est égale à 1 à partir du troisièmtrimestre de 1987 et à 0 avant.

Équation 7 : Taux d’inflation aux États-Unis

Processus autorégressif d’ordre 4 sans contrainte basé sur le taux d’inftrimestriel aux États-Unis

Équation 8 : Taux d’intérêt réel à 90 jours aux États-Unis

Processus autorégressif d’ordre 2 fondé sur le taux d’intérêt réel à 90aux États-Unis, avec des variables muettes constantes pour les pé1973T1-1979T4 et 1981T1-1986T1.


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Vue d’ensemble

À l’aide de données relatives au Canada, Adam et Hendry estimenmodèle vectoriel à correction d’erreurs (MVCE) simple mais intéressdont les principales variables sont M1 et l’indice des prix à la consomma(IPC). Leur étude trouve sa source dans la rupture, survenue au débuannées 1990, de la relation étroite et stable qui existait par le passé entet l’IPC. Trois facteurs, selon eux, pourraient expliquer cette rupture« restructuration » de l’économie canadienne, l’adoption de ciblesmatière d’inflation et les innovations financières, du fait de l’écart introdentre la mesure de la monnaie au sens étroit qui importe sur leéconomique et M1. Les deux auteurs mettent l’accent sur le troisifacteur et proposent donc une stratégie permettant de corriger M1« distorsions » qui l’entachent. Ils démontrent aussi que, quand ils utililes données ainsi corrigées, le modèle estimé se comporte bienl’ensemble de la période d’estimation. Ils montrent enfin que le modèleservir à prévoir l’inflation ainsi qu’à faire des analyses et des simulatiaux fins de la politique monétaire.

Ma première réaction devant cette étude a été très favoraL’inflation est un phénomène monétaire, et des périodes d’inflation, mmodérée, ne sont pas possibles sans une croissance soutenue des amonétaires. En outre, si l’évolution de la monnaie est en grande partieréaction endogène à l’état de l’économie, il est difficile de croire quemonnaie ne joue pas aussi un rôle actif dans le mécanisme de transmiC’est pourquoi, à mon avis, la monnaie a son importance, ce dont ndevrions logiquement tenir compte dans la conduite de la politiqmonétaire.

Commentaires

Stefan Gerlach

209

210 Commentaires — Gerlach

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Bien entendu, le fait que la croissance monétaire soit à l’originel’inflation et la probabilité que la monnaie joue, du moins en partie, un ractif dans le mécanisme de transmission n’impliquent pas nécessaireque la monnaie doive être prise pour cible ou avoir préséance sur les avariables indicatrices. L’importance relative à accorder à la monnaie estquestion strictement empirique; une recherche économétrique élégcomme celle qui est présentée dans l’étude d’Adam et Hendry est justele type d’analyse qui peut nous aider à trancher cette question.

Cependant, je dois admettre qu’au terme de ma lecture, j’étais mconvaincu de l’utilité de suivre de près l’évolution de la monnaie pourconduite de la politique monétaire au Canada que les auteurs seml’être. Au lieu de concentrer mes commentaires sur les aspects stricteéconométriques de l’étude — par exemple, la question de savoir s’ilfondé de considérer l’écart de production et le taux de change commevariables exogènes dans l’analyse de cointégration, étant donné qniveau de la production et celui des taux d’intérêt sont définis comendogènes —, je livrerai quelques réflexions plus générales que m’inl’étude.

Question 1 : Les corrections apportées aux donnéeset les variables muettes

Ainsi que le signalent Adam et Hendry, la relation stable qui exisauparavant entre M1 et l’inflation semble avoir disparu dansannées 1990. Pour parvenir à tirer des données l’information qu’erecèlent, les auteurs élaborent une version modifiée de M1 et montrentsi l’on utilise ces données corrigées, le modèle se comporte bien au cdes années 1990 aussi. Cette façon de procéder appelle pluscommentaires.

Premièrement, en raison de la façon dont les données ontcorrigées, il est inévitable que le modèle présente un bon ajustement.corriger les données, les auteurs estiment le MVCE au moyen des donantérieures au changement de la relation. Ils entreprennent ensuiprévoir M1 hors échantillon en postulant que la relation n’a pas été modet considèrent le niveau prévu du stock de monnaie comme une mecorrigée de M11. Pour reprendre les termes des auteurs, « l’évolution decorrigé peut être considérée comme la croissance monétaire qui auraobservée [...] si la relation entre la monnaie [...] et les prix ne s’étaitmodifiée » (p. 188). Par conséquent, si le modèle reproduit bien les don

1. À proprement parler, ils font la régression des valeurs prévues sur d’autres variabse servent des valeurs ainsi obtenues pour élaborer la série de M1 corrigé.

Commentaires — Gerlach 211

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corrigées, c’est parce qu’il a servi à les élaborer. Une telle circularité incconclure non seulement que les nouvelles données ne fournissent gsinon pas du tout, d’information supplémentaire, mais aussi queestimations du MVCE obtenues pour l’ensemble de l’échantillon sentachées d’un biais de régression de taille indéterminée.

Deuxièmement, la validité des corrections apportées aux donnédu recours à des variables muettes (pour représenter les changestructurels) dépend de l’usage auquel le modèle est destiné. Si l’opropose d’interpréter des données rétrospectives, cette méthode estfait raisonnable. Adam et Hendry montrent par exemple que, lorsquutilisent les données corrigées, l’élasticité-revenu estimée de la demanmonnaie est stable dans le temps et se situe presque exactementconformément à la formule, justement célèbre, de demande de monnaBaumol et Tobin.

Si, par contre, on souhaite se servir du modèle pour l’analyse dpolitique monétaire, il est plus difficile d’accepter les corrections apportaux données et le recours à des variables muettes. En fait, c’est justeparce que des corrections et des variables muettes de ce genregénéralement nécessaires pour interpréter les statistiques monétaires qbanques centrales hésitent à se baser sur l’évolution de la monnaieconduire leur politique. Autrement dit, si le modèle présenté dans l’étpermet de prévoir convenablement l’inflation, il reste que, si l’on vel’utiliser pour la conduite de la politique monétaire, il faut également prévdans l’avenir quelles nouvelles corrections et variables muettes — lesquforment une partie intégrante, mais cachée, du modèle — seront nécesdans l’avenir. Il faut souligner à cet égard qu’il n’est pas toujours évidentle moment qu’un changement structurel vient de se produire. À td’exemple, je signalerai simplement que les corrections apportées à MAdam et Hendry sont imputables à des changements qui se sont proenviron sept ans auparavant.

Question 2 : Ce modèle est-il supérieur aux autres?

Les auteurs démontrent que le MVCE peut servir à prévoir l’inflation futet à déterminer l’évolution que doivent connaître les taux d’intérêt à coterme pour amener l’inflation sur la trajectoire souhaitée. Bien entendufait que ce modèle soit utile à ces fins ne signifie pas forcément qs’agisse du meilleur modèle. Il pourrait en effet exister des modèlesmonétaires supérieurs qui pourraient servir à ces mêmes fins. À la lectudocument, on est naturellement amené à s’interroger sur la performanMVCE relativement aux autres modèles de prévision disponibles, dodevrait exister un certain nombre pour le Canada. À mon avis, les aut

212 Commentaires — Gerlach

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auraient été plus convaincants s’ils avaient pu démontrer que leur moproduit bel et bien des prévisions de l’inflation plus exactes que les modconcurrents. Étant donné que nous nous intéressons à l’évolution dmonnaie parce que l’inflation nous préoccupe, il serait naturelcommencer par examiner les modèles à équation unique décrivaprocessus d’inflation. On pourrait ensuite recourir à des tests de caraenglobant pour étudier l’efficacité relative des différents modèles.

Question 3 : Quel est le rôle des cibles d’inflation?

Adam et Hendry reconnaissent que les changements structurels drelation existant entre la monnaie et les prix n’ont pas forcément eu porigine l’effet des innovations financières sur M1 : il pourrait s’agir toaussi bien de changements intervenus ailleurs dans l’économie. Les aumentionnent expressément que la modification de cette relation pourraiattribuable à l’adoption de cibles en matière d’inflation au débutannées 1990, qui coïncide en gros avec le changement structurel mrelief dans l’étude. Étant donné que l’adoption de cibles a sans doute étédes faits marquants de l’histoire monétaire récente au Canada — leqtrès probablement influé sur le processus d’établissement des prix —,assez étonnant que les auteurs aient choisi d’axer leur analyse uniquesur la possibilité que M1 ait subi des distorsions.

Afin de voir pourquoi l’adoption de cibles en matière d’inflatioaurait pu entraîner le changement effectivement observé de la relaéconométrique entre la monnaie et les prix, considérons le cas déconomie où l’inflation a été faible ou modérée et où la banque cenn’est pas entièrement crédible. Dans cette économie, il semble plausiblles agents interprètent une accélération de la croissance monétaire comsigne précurseur d’une accélération de l’inflation. Comme le renforcemdes attentes en matière d’inflation influe sur le processus d’établissedes salaires et des prix, il est probable qu’on observera une relation éentre la croissance monétaire et l’inflation effective. Introduisomaintenant une cible d’inflation et supposons que cette nouvelle politsoit parfaitement crédible, de sorte que le taux d’inflation attencorresponde à la cible choisie. Dans ces conditions, une haussecroissance monétaire n’aura aucun effet sur les attentes d’inflatioexercera donc peu d’influence sur l’inflation effective. Il se pourrait dobien que l’adoption de cibles entraîne une rupture de la relation entrmonnaie et l’inflation.

Pour étudier plus à fond cette question, il faudrait examiner de pprès la stabilité de chacune des équations composant le MVCE, etparticulièrement celle de l’équation d’inflation. Il serait même souhaita

Commentaires — Gerlach 213

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d’introduire une équation d’inflation ayant un caractère plus structurel,permette d’exprimer l’influence de l’adoption de cibles sur les attend’inflation et le processus d’établissement des prix. Compte tenul’excellent travail déjà effectué par Adam et Hendry, un tel ajout ne devpas exiger de leur part un trop grand effort.

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Introduction

Je dois vous avouer d’abord que j’ai aimé l’étude d’Adam et Hendry etfait, le thème du colloque. J’ai bien quelques remarques à faire surpoints techniques, que je préciserai dans un instant, mais je suis d’acavec le thème général — à savoir que lesmodèles appliqués de ce genre, qattribuent à la monnaie un rôle actif et central dans le mécanismetransmission, devraient faire partie de la panoplie de toute banque cenLa volonté de disposer d’une telle panoplie — c’est-à-dire d’un éventaimodèles permettant d’analyser l’économie et les questions précisesintéressent les décideurs — est en soi très importante, comme omentionne à plusieurs reprises dans l’étude. À la Banque d’Angleterre,avons publié récemment un ouvrage décrivant l’ensemble des modèlesnous disposons (Banque d’Angleterre, 1999).

Pourquoi des modèles monétaires?

Au cours des dernières années, un consensus paraît s’être cristallisémodèle particulier dans la littérature traitant de la politique monétaireappelons-le modèle IS-LM basé sur des fondements microéconomi(plus ou moins étoffés). Les pionniers dans ce domaine ont été RotembeWoodford (1997) ainsi que McCallum et Nelson (1998); leurs modèlessont révélés fort utiles dans bien des cas, par exemple dans les éconsacrées aux règles de conduite de la politique monétaire. Les bancentrales pourraient toutefois être étonnées d’apprendre que la monnajoue aucun rôle dans ces modèles. C’est que l’inflation a pour pd’ancrage une cible parfaitement crédible en matière d’inflation.

Commentaires

Shamik Dhar

214

Commentaires — Dhar 215

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monnaie ne joue pas de rôle non plus dans le mécanisme de transmincorporé à ces modèles, alors que le professeur Meltzer, de l’UniveCarnegie Mellon, a établi récemment l’existence d’une relation étroite el’activité réelle et les valeurs retardées des encaisses réelles — réqu’Edward Nelson, dans une recherche effectuée à la Banque d’Angleest parvenu à reproduire dans le cas du Royaume-Uni. J’aime à pensece colloque vise à répondre aux préoccupations que cet état de chsuscite chez certains d’entre nous. Il se peut que la monnaie joue und’indicateur à court terme; elle pourrait jouer un rôle dans le mécanismtransmission (comme le donne à penser l’étude d’Adam et Hendry) etpourrait même contribuer, dans certains cas, à ancrer les attentes àterme en matière d’inflation. Toutes ces possibilités, qui sont examindans les différentes communications présentées à ce colloque, gardenintérêt pour les spécialistes de l’économie monétaire, même dansbanques centrales qui ont adopté une cible en matière d’inflation.

Le modèle d’Adam et Hendry

Les auteurs estiment un modèle vectoriel à correc

Documents

Le modèle vectoriel à correction d’erreurs basé sur M1 ...176 Adam et Hendry déterminée. En raison des délais à la fois longs et variables avec lesquels une mesure de politique